眾所周知，上市公司對外公布的財務報告是投資者進行決策的重要依據(jù)，財務報告的信息質(zhì)量與投資者的經(jīng)濟利益息息相關。審計意見，作為獨立于上市公司與投資者的"第三人"--注冊會計師對財務報告的信息質(zhì)量的鑒證，為投資者所高度重視，并會對投資者的決策行為產(chǎn)生重要影響。本文擬以上市公司1993-1997年審計意見作為研究對象，通過考慮年報公布日前后的市場反應，力圖從實證角度對審計意見的信息含量作出分析。
　　
　　一、研究背景
　　
　　審計意見可分為標準無保留意見和非標準無保留意見兩類。據(jù)統(tǒng)計，從1993年至1997年五年間，共有172家上市公司188次被出具了非標準無保留意見的審計報告，且非標準無保留意見的審計報告呈逐年遞增趨勢，尤其在1997年，共有93家上市公司被出具有非標準無保留意見的審計報告，其絕對數(shù)幾乎相當于1993年至1996年四年的總和。

　　一般來說，注冊會計師對被審計單位出具非標準無保留意見的審計報告，主要基于以下原因：

　　1．合法性。為了研究的需要，我們將于合法性而出具的非標準無保留意見根據(jù)違法內(nèi)容的不同，具體分為以下兩類：第一類，由于經(jīng)濟業(yè)務的發(fā)生不合法而被出具的非標準無保留意見。第二類，由于會計處理違背了《企業(yè)會計準則》及其他財務會計法規(guī)而被出具的非標準無保留意見。

　　2．公允性?；诠市远怀鼍叩姆菢藴薀o保留意見可分為兩類：第一類，由于被審計單位存在或有事項、關聯(lián)方交易、會計政策變更等影響被審計單位會計報表公允表述的會計事項，而被審計單位對其披露不充分導致財務報表或附注不完整，因而被注冊會計師出具非標準無保留意見。第二類，由于審計范圍受到限制或涉及其他會計師的工作，注冊會計師對其是否公允不能確定出具的非標準無保留意見。

　　3．混合型。由于存在以上兩方面或多方面的原因而被注冊會計師出具的非標準無保留意見。

　　4．強調(diào)型。即使被審計單位的財務報告沒有違背合法性、公允性原則，但如果注冊會計師認為有需要強調(diào)的會計事面存在，也會在出具無保留意見的同時增加說明段。實際上，188份非標準無保留意見有90份屬于這種類型，占近50%。

　　另外，我們發(fā)現(xiàn)，有的上市公司連續(xù)幾次由于同一原因被出具非標準無保留意見。如華源實業(yè)1995、1996年均在由于其他資附屬公司--深圳華源科技發(fā)展公司對所屬各地非法人銷售分支機構實行自主經(jīng)營、自負盈虧的特許經(jīng)營制度，其會計報表未納入當年合并會計報表而被出具了非標準無保留意見。這一類型的審計意見具有一定特殊性，本文將其單獨作為一類（表1中的P5）。

　　綜上所述，我們把188份非標準無保留意見，根據(jù)其具體原因劃分為七類。各類分布情況如表1所示：

　　表1 非標準無保留審計意見的分布情況　　

類別	P1	P2	P3	P4	P5	P6	P7
家數(shù)	8	14	18	17	12	29	90
比重	4.26%	7.45%	9.57%	9.04%	6.38%	15.43%	47.87%

　　注：P1：由于經(jīng)濟業(yè)務的發(fā)生不合法而被出具的非標準無保留意見
　　　　P2：由于會計處理的不合法而被出具的非標準無保留意見
　　　　P3：由于審計范圍受限等原因而被出具的非標準無保留意見
　　　　P4：由于存在某些事項影響了會計報表的公允性而被出具的非標準無保留意見
　　　　P5：由于同一原因被連續(xù)出具的非標準無保留意見
　　　　P6：混合型的非標準無保留意見
　　　　P7：強調(diào)型的非標準無保留意見
　　
　　一、 研究方法與研究假設
　　
　?。ㄒ唬?樣本選擇

　　基于以下原因：（1）1993年以前的上市公司數(shù)目甚少，且主管部門對其監(jiān)管還未達到規(guī)范化標準；（2）由于證監(jiān)會并未要求上市公司的中期報告必須經(jīng)過注冊會計師的審計，各公司的中期報告經(jīng)審計者甚少，缺乏代表性，本文將1993-1997五年間上市公司年度審計報告中188份非標準無保留意見作為研究樣本。另外，為了發(fā)現(xiàn)不同類型的審計意見是否有相應的信息含量，根據(jù)前文對非標準無保留意見類型的界定，同時將所選擇樣本分為七個樣本組，分別進行考察。

　　由于審計報告是同盈余報告同時公布的。而會計盈余具有一定的信息含量（趙宇龍《經(jīng)濟研究》，1998.7），為了剔除會計盈余的信息干擾，我們選擇符合以下條件的188份標準無保留意見作為控制樣本：（1）與研究樣本具有相近的凈資產(chǎn)收益率或每股收益；（2）與研究樣本處于同一行業(yè)板塊；（3）與研究樣本的公布年度相同；（4）與研究樣本具有相近的總資產(chǎn)。我們之所以要求（2）（3）（4）三個條件，是為了盡可能的控制其他因素，以保證研究樣本與控制樣本除審計意見的不同外，其他差異盡可能小。因為根據(jù)西方以前的實證研究，行業(yè)性質(zhì)與企業(yè)規(guī)模也是具有一定信息含量的（Foster,1979）。尤其對于我國的證券市場，其發(fā)展速度極為迅速，不同年度的完善程度應有所不同，對于相同的審計意見，在不同的時期有可能會引起不同的市場反應，因此，我們盡可能地保證兩個樣本在不同年度的分布相同。

　?。ǘ?模型選擇與方法設計

　　作為實證會計理論的奠基人，Ball和Brown于1968年通過分析在紐約股票交易所注冊的261家公司1946-1966年間年報公布日前后的非正常報酬率，驗證了會計收益對股票價格的影響。此后，在西方的實證會計中，用非正常報酬率來考察會計事件的信息含量甚為流行，并且根據(jù)不同的研究目的，非正常報酬率有了多種不同的計算方法。本文采用Fama（1969）在研究審計報告的披露對股票價格的影響時所采用的計算方法，同時考慮到中國證券市場發(fā)展時間短的限制，對其進行局部修整后，建立以下模型：

　　1．估計預期報酬率

　　大多數(shù)資本市場研究都使用市場模型（Market Model）來估計或預測正常條件下企業(yè)的報酬率。本文亦用市場模型來估計某家股票在第j周的正常報酬率。即：

　　Rit =αiRmj+εi ε~(0,σ2)

　　這里的Rij是第I股票在第j周的收益率，即Rij=（Pij- Pij-1）/ Pij-1，Rmj是第j周的收盤指數(shù)（本文中，對滬市股票取滬市綜合指數(shù)，深市股票取深市綜合指數(shù)）。

　　考慮到年報公司前后存在風險轉(zhuǎn)移（risk shift）問題（趙宇龍，《經(jīng)濟研究》，1998，7），本文采用分段回歸求α、β系數(shù)。以公司年報公布日所在周為第0周，用j=-24，-23…-5，20周數(shù)據(jù)（用于1993樣本在1993年年報公布周前不足20個交易周，我們用了10個交易周的數(shù)據(jù)）回歸的系數(shù)αli、αli構造回歸方程Rit=αli+βli Rmt,用來估計第I家股票年報公布日期前20天正常報酬率ERit（t=-20，-19，…-1，0，其中t=0指年報公布日）；用j=5，6，…24，20數(shù)據(jù)（由于在此期間一股會有分紅送配會計事項發(fā)生，本文在計算Rij時，對pij進行了復權處理）回歸系數(shù)α2I、α2I構造回歸方程Rit=α2i+β2i Rmt,用來估計年報公布日后20天的正常報酬率ERit（t=1，2，…20）。

　　本文對752個回歸方程的回歸系數(shù)α、β進行了統(tǒng)計T檢驗，剔除了146個回歸方程共81個樣本（剔除原則：只要該樣本涉及的一個回歸系數(shù)在90%的置信水平上不顯著，即將該樣本剔除），其中研究樣本36個（剔除后，各類審計意見的分布情況見表2），控制樣本45個。為了保證研究樣本與控制樣本在樣本量上的一致性，本文對控制樣本進行了二次選擇，參照剔除樣本，補選了9份，并進行了T檢驗。

　　表2 剔除不顯著樣本后的非標準無保留審計意見分布

類別	P1	P2	P3	P4	P5	P6	P7
家數(shù)	8	12	15	12	10	25	70
比重	5.26%	7.89%	9.87%	7.89%	6.58%	16.45%	46.06%

　　2.計算剩余收益（Residual）

　　剩余收益是指實際報酬率Rit與正常報酬率ERit的差額，即：

　　REit= Rit- ERit

　　其中ERit是指第I家股票在第t天的剩余收益。如果用ARit（Average Residuals）表示N家股票第t天的平均剩余收益，則
　　　　　　　N
　　　　ARit=1/NΣREit
　　　　　　　i=1
　　
　　本文用累積平均剩余收益CAR（Cumulative Average Residuals）來衡量市場反應。為了研究的需要，本文采用兩種方法計算CAR，計算公司如下：

　　　　　　N 　　　　　　　　t
　　CARit=ΣARt 　　　CAR2t=ΣARt
　　　　　t=-20 　　　　　　t=-20

　　其中，ARt是平均剩余收益的絕對值。我們計算CAR2t時，之反同用其絕對值，是為了避免平均剩余收益正負相互抵消，削弱市場反應的力度。

　?。ㄈ┭芯考僭O

　　毋庸置疑，如果一家上市公司被出具了非標準無保留意見的審計報告，說明在注冊會計師看來，這家公司財務報告的編制在合法性、公允性或其他方面存在或多或少的問題，在一定意義上反映了公司管理當局的經(jīng)營理念及公德意識不夠本分。因為，非標準無保留意見的審計報告對投資者來說應是一個"壞消息"，理性投資者應看淡該公司股票，其股價在其年報公布日前后會有一定幅度下跌。而被出具標準無保留意見審計報告的上市公司，則被認為不存在這方面的問題，但由于會計盈余的信息含量，不同公司的股價在其年報公布日前后的漲跌幅度會有所不同。據(jù)此，本文提出以下假設：

　　假設1：在年報公布日前后較短時窗（window）內(nèi)，研究樣本的AR應為較顯著的負值。

　　假設2：在年報公而日前后較短時窗內(nèi)，研究樣本與控制樣本的AR應有顯著差異。

　　假設3：在年報公布日前后較短時窗內(nèi)，研究樣本與控制樣本的CAR應有顯著差異。

　　如前文所述，各公司被出具審計報告的具體原因是不同的，而不同的事項對財務報表的影響是不同的，有的后果較為嚴重，而有的較輕微。一般認為，強調(diào)型的較經(jīng)（注冊會計師對其多出具帶說明段的無保留意見審計報告），其他幾類型則說明問題相對較為嚴重。另外，如果一家公司由于同一原因被連續(xù)出具非標準無保留意見審地報告，在一個有效地市場中，理性投資者對其應有所預期，在年報公布前就會作出調(diào)整，因此，非標準無保留意見在年報公布日前后較短的時間內(nèi)，不應引起較強的市場反應。據(jù)此，本文又提出以下假設：

　　假設4：在年報公布日前后較短時窗內(nèi)，研究樣本各組的AR和CAR應有顯著差異。

　　假設5：在年報公布日前后較短的窗內(nèi)，研究樣本級P5與控制樣本的AR和CAR不應有顯著的差異。

　?。ㄋ模┙y(tǒng)計檢驗

　　1．兩樣本均值比較

　　根據(jù)統(tǒng)計經(jīng)驗，對研究樣本和控制樣本可近似認為是來自正態(tài)總體的兩個獨立樣本。對來自正態(tài)總體的兩個樣本進行的均值比較常使用T檢驗的方法，本文也不例外。由于兩個樣本方差相等與不等時，計算t值的公式不同，故先要對方差齊次性進行F檢驗。如果用u1、u2為兩個樣本報樣本量，具體檢驗過程如下：

　　F檢驗：H0：v1=v2 H1:v1=v2 統(tǒng)計量F=MAX（v1v2）/MIN(v1v2)
　　T檢驗：H0：u1=u2 H1:U1=U2
　　統(tǒng)計量t的計算
　　方差齊（v1=v2）時：t=(u1-u2)/[s2(1/n1+1/n2)]1/2
　　其中：S2=[(n1-1)v1+(n2-1)v2]/(n1+n2-2)
　　方差不齊(v1=v2)時：t=(u1-u2)/(v1/n1+v2/n2)

　　2．多樣本均值的比較

　　本文對各樣本組均值間的顯著性差異用單因素方差分析（One-Way ANOVA）進行檢驗。

　　3．本文的統(tǒng)計分析借且于SPSS（Statistical Package for the Social Science）。

　　三、結果及分析

　　1.圖解

　　圖1，圖2和圖3分別是研穿樣本與控制樣本在年報公布日及前后各20個交易日共41個交易日的AR，CAR1和CAR2時間分布：

　　從圖1和圖3我們可以看出，非標準公司（指被出具非標準無保留意見的公司，下同）較之標準公司（指被出具標準無保留意見的公司，下同）無論市場反應的及時性，還是市場反應的力度，前者都遠遠強于后者。這與我們的假設1相符，同時也從另一角度驗證了會計盈余的住信息含量。但奇怪的是，被出具標準無保留意見的公司在年報公布前股價有較短時間的大幅上揚，導致研究樣本組有正的AR出現(xiàn)。對于這一"異常現(xiàn)象"，筆者以為最可能的解釋是存在機構的惡意操縱。這種"機構操縱"過程，通過對圖2的分析我們可以"窺其一斑"：在年報公布前的約第八個交易日，市場對"壞消息"似有這覺察，CAR有較短時間、輕音樂上幅度的負值，然而大眾投資者的盲從心量在此時暴露無遺，在機構投資者的"慫恿"下，CAR開始直線上揚，正的CAR一直持續(xù)到年報公布日，隨著"朦朧題材"的明朗化，CAR才開始滑向谷底，而此時機構投資者雖已逃之夭夭，被套或"割肉"者惟有大眾投資者。
　　表3 AR均值的檢驗結果　　
　　表3和表4的結果說明，研究樣本與控制樣本的AR值盡管在（0 20）差異非常顯著，但由于（-20 -1）時窗內(nèi)，差異度高度不顯著（0.789）的顯著水平，即如果我們認為二者具有
　　
　　注：F，T分別為統(tǒng)計量的計算值；P（F），P（T）分別為F檢驗的顯著水平。

　　著性差異，犯錯誤的概率高達78.9%),因而在（-20 20）時窗，AR均值差異在統(tǒng)計上并不顯著；不過從累計效應來看，研究樣本統(tǒng)計樣本的市場反應仍然表現(xiàn)出顯著的不同（CAR均值差異的顯著水平為0）。這一結果與假設2并不完全一致。這說，由于市場主力的"惡意"操縱，在年報公布前，"非標準"公司與"標準"公司的市場走勢并無多在差異，但年報公布后，投資者除了對非標準無保留意見除"厭惡"外，"上當受騙"后的情緒反應，都使得"非標準"公司的股價直線下跌，從而與"標準"公司的市場反應大相徑庭，這與有關的實證結論（趙宇龍），市場對"壞消息"反應不足相一致。

　?。ǘ┭芯繕颖窘M間比較

　　1．圖解

　　圖4、圖5和圖6分別是研究樣本各組的AR和CAR時間分布：

　　注：系列1-7分別為P1-P7組樣本數(shù)據(jù)

　　綜合圖4、圖5和圖6，我們可以看出，對由于"經(jīng)濟事項"被出具的非標準無保留意見，市場反應最為敏感，而對于無保留意見中的"說明段"卻有點"熟視無睹"。另外，對于被注冊會計師連續(xù)"舉牌"的上市公司，市場也沒有能作出預期，因此當年報公布時，市場很多"始料不及"，反應有點過度，導致該組的AR在年報公布日負至各組之最，令本文的假設4"大跌眼鏡"；甚至其他四類原因各異的非標準無保留意見，市場表現(xiàn)大致相同，投資者對其并未進行嚴格區(qū)分，本文的假設3與此并不相符，這也在一定程度上說明我國的證券市場尚不能稱為"半強式有效市場"（Semi-strong Efficient Market）。

　　2．統(tǒng)計檢驗結果

　　表5和表6分別為研究樣本組間AR和CAR均值比較的單因素方差分析結果：

　　通過表5可以發(fā)現(xiàn)，在我們所選的4個時窗內(nèi)，各組間AR均值的差異在統(tǒng)計上并不顯著，相反我們卻可以得出各組間AR均值相等的統(tǒng)計結論，時窗（-20 -1）除外，因其均值相等的顯著水平僅為（0.1269）。即使我們選擇從圖4看來較大差異的P1，P5和P7三組進行以4個時窗的統(tǒng)計檢驗，AR均值的差異顯著，（限于篇幅，統(tǒng)計檢驗結果未列出）。但表6的結果卻表明，除時窗（-20 -1）內(nèi)的CAR2均值差異不顯著外，在我們所選的3個窗內(nèi)，研究樣本各組的CAR2均值差異不顯著外，在我們所選的3個時窗內(nèi)，研究樣本各級的CAR1和CAR2均值均為顯著性差異。這說明，總體看來，在年報公布前后，各種"非標準"公司的市場發(fā)展趨勢大小同異，大都在年報公布前有短時間的股價上揚，然后下跌的，一般在年報公布日跌至最底點，最后經(jīng)過不足一周的消化調(diào)整期，即可恢復常軌。在這期間，"機構操縱"跡象明顯（筆者認為上市公司炒作自家股票的可能不可排除）。但由于幾種特殊類型審計意見的信息畢竟不同，因此市場對其反應的力度不盡相同，加之前期機構操縱的程度也有所差異，導致各且的市場表現(xiàn)并不盡一致。
　　表5 研究樣本組間AR均值比較檢驗結果　　
　　
　　四、結論與建議

　　（一） 結論

　　結論1："標準"公司與"非標準"公司在年報公布前后有不同的市場表現(xiàn)，審計意見會對投資者的決策行為產(chǎn)生重要影響。

　　結論2：不同類型的"非標準無保留意見"會引起不同的市場反應，但投資者并未對其進行嚴格區(qū)分。

　　結論3："非標準"公司在年報公布前的反常表現(xiàn)及被連續(xù)出具的非標準無保留意見在年報公布日仍有一定的信息量，說明我國的證券市場"半強式有效市場"

　　表6 研究樣本組間CAR均值比較檢驗結果
　　
　?。ǘ?建議

　　建議：1：有關部門應加大市場監(jiān)督力度，對利用"內(nèi)幕信息"賺取非法收益的行為要嚴懲不怠。如前所述，對"非標準公司在年報公布前的反常表現(xiàn)最可能的解釋是存在"機構操縱"，而這種擾亂市場秩序的違法行為，極大地損害了廣大投資者的切身利益，嚴重挫傷了他們證券制度的積極性，對我國證券市場的健康發(fā)展是極為不利的。

　　建議2：進一步規(guī)范CPA的執(zhí)業(yè)行為，加強CPA的執(zhí)業(yè)風險教育。本研究表明，投資者對無保留意見中的說明段很是不以為然，對注冊會計師有點過度依賴。但有關研究發(fā)現(xiàn)，按照國際慣例，這些說明型的非標準無保留意見有很大一部分應被出具對投資者決策行為有重要影響的否定意見或保留意見。另外，對其他幾種類型的"非標準無保留意見"，很大一部分注冊會計師對其中的"非標準事項"也僅是加以簡單羅列，而對該事項可能會對被審計單位的財務狀況和經(jīng)營成果造成何種影響，卻只字不提，這很可能是造成對會計知識知之甚少的投資者對幾種類型的審計意見未能嚴格區(qū)分的重要原因。因此，規(guī)范CPA的執(zhí)業(yè)行業(yè)，有助于投資者對上市公司作出更為準確的判斷，降低CPA的執(zhí)業(yè)風險。

　　五、本研究局限

　　由于我國特殊的信息披露制度，會計盈余，分配案和審計報告是在同一時間公布的，因此若考察某一事件獨自的市場反應，必須要對其他因素加以控制。盡管本文對會計盈余的信息影響進行了控制，但能否全部剔除很難保證。對于股利分配等其他因素影響，本文未加控制。但據(jù)有關的實證結論（魏剛，《經(jīng)濟研究》，1998，6），分配政策對投資者行為具有重要影響，這無疑會對本文的研究結果具有一家的影響。

　　參考文獻：
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　　Fama,Eugene F., Lawrence Frsher,Michael C.Jensen,and Richard Roll,"The Adjustment of Stoke Prices New Information",International Economic Review,Febuary 1969.